Bảng 4.18: Hệ số KMO và kiểm định Bartlett các thành phần lần thứ hai Kiểm tra KMO và Bartlett’s
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) .742
Mô hình kiểm tra Bartlett
Giá trị Chi-Square 4254.738
Bậc tự do 666
Sig. (giá trị P-value) .000
(Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục 3) Tập hợp 37 biến quan sát sau khi đƣợc kiểm tra độ tin cậy đƣợc đƣa vào phân tích nhân tố (EFA). Kết quả nhƣ sau:
Kết quả trên cho thấy, thang đo rút trích đƣợc 08 thành phần với KMO là 0.742 (lớn hơn 0.5) nên phân tích nhân tố đƣợc cho là thích hợp với dữ liệu thu thập đƣợc. Thống kê Chi-Square của kiểm định Bartlett đạt giá trị 4254.738 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 do vậy các biến quan sát có tƣơng quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể.
Bảng 4.19: Bảng phƣơng sai trích lần thứ hai
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi rút trích Chỉ số sau khi xoay
Tổng Phƣơng sai trích Tích lũy phƣơng sai trích Tổng Phƣơng sai trích Tích lũy phƣơng sai trích Tổng Phƣơn g sai trích Tích lũy phƣơng sai trích 1 5.223 14.115 14.115 5.223 14.115 14.115 3.690 9.973 9.973 2 4.010 10.837 24.952 4.010 10.837 24.952 3.632 9.815 19.789 3 3.666 9.909 34.862 3.666 9.909 34.862 3.325 8.987 28.775 4 3.077 8.317 43.179 3.077 8.317 43.179 3.225 8.716 37.491 5 2.596 7.017 50.195 2.596 7.017 50.195 3.213 8.685 46.176 6 2.449 6.620 56.815 2.449 6.620 56.815 2.897 7.829 54.005 7 2.340 6.323 63.138 2.340 6.323 63.138 2.880 7.783 61.787 8 2.182 5.897 69.035 2.182 5.897 69.035 2.682 7.248 69.035 9 .916 2.476 71.511
(Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục 3) Bảng 4.19 cho thấy, các nhân tố đều có giá trị Eigenvalue = 2.182 >1. Phƣơng sai trích là 69.035% > 50% là đạt yêu cầu. điều này thể hiện rằng 8 nhân tố đƣợc trích ra này có thể giải thích đƣợc 69.035% sự thay đổi của biến phụ thuộc trong tổng thể. Kết quả cho thấy 34 biến quan sát sau khi phân tích nhân tố đã thỏa mãn tất cả các điều kiện. Nhƣ vậy, thang đo các nhân tố tạo động lực làm việc nhân viên sau khi tiến hành đánh giá sơ bộ đƣợc điều chỉnh bao gồm 37 biến quan sát đo lƣờng 8 nhân tố.
Bảng 4.20: Kết quả phân tích nhân tố EFA lần thứ hai Component 1 2 3 4 5 6 7 8 MTLV1 .875 MTLV5 .851 MTLV2 .824 MTLV4 .807 MTLV3 .790 TL4 .887 TL1 .873 TL5 .824 TL2 .798 TL3 .790 LDTT2 .836 LDTT1 .800 LDTT4 .787 LDTT3 .773 LDTT5 .754 DDCV2 .845 DDCV1 .788 DDCV4 .783 DDCV5 .748 DDCV3 .724 DTVTT4 .815 DTVTT1 .809 DTVTT3 .789 DTVTT2 .767 DTVTT5 .747 PL2 .873 PL1 .852 PL3 .838 PL4 .797 CSKTVC N3 .870
Component 1 2 3 4 5 6 7 8 CSKTVC N2 .814 CSKTVC N5 .792 CSKTVC N4 .775 TH2 .848 TH5 .833 TH4 .762 TH3 .737
(Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục 3)
4.3.3 Kết luận phân tích nhân tố khám phá mô hình đo lƣờng
Sau khi kiểm định thang đo và phân tích nhân tố EFA, mô hình lý thuyết chính thức gồm 9 thành phần, trong đó có 8 biến độc lập (Môi trƣờng làm việc, tiền lƣơng, phúc lợi, lãnh đạo trực tiếp, đặc điểm công việc, chính sách khen thƣởng và công nhận, đào tạo và thăng tiến, thƣơng hiệu) và một biến phụ thuộc (động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H1 H2 H3 H4 H5 H6 H7 H8
Hình 4.1: Mô hình điều chỉnh tạo động lực làm việc cho nhân viên làm việc tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
Mô hình nghiên cứu chính thức gồm có 8 nhân tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân với 8 giả thiết đƣợc đặt ra nhƣ sau:
H1: Môi trƣờng làm việc có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
Môi trƣờng làm việc
Tiền lƣơng
Phúc lợi
Lãnh đạo trực tiếp
Đặc điểm công việc
Chính sách khen thƣởng và công nhận
Đào tạo và Thăng tiến
Thƣơng hiệu
Động lực làm việc của nhân viên tại công ty Cổ phần Tƣ vấn – Thƣơng mại – Dịch vụ Địa ốc
H2: Tiền lƣơng có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H3: Phúc lợi có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H4: Lãnh đạo trực tiếp có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H5: Đặc điểm công việc có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H6: Chính sách khen thƣởng và công nhận có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H7: Đào tạo và thăng tiến có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
H8: Thƣơng hiệu có tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
4.4 PHÂN TÍCH MÔ HÌNH HỒI QUY TUYẾN TÍNH ĐA BIẾN
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Mô hình phân tích hồi quy sẽ mô tả hình thức của mối quan hệ và qua đó giúp ta dự đoán đƣợc mức độ của biến phụ thuộc khi biết trƣớc giá trị của các biến độc lập.
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), khi chạy hồi quy cần quan tâm đến các thông số sau:
Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số dựa trên mối quan hệ giải thích của chúng với biến phụ thuộc.
Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập. Hệ số này có thể thay đổi từ 0 đến 1.
Kiểm định ANOVA: để kiểm tra tính phù hợp của mô hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0.05 thì ta có thể kết luận mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với 8 biến độc lập bao gồm: (1) Môi trƣờng làm việc, (2) Tiền lƣơng, (3) Phúc lợi, (4) Lãnh đạo trực tiếp, (5) Đặc điểm công việc, (6) Chính sách khen thƣởng và công nhận, (7) Đào tạo và thăng tiến, (8) Thƣơng hiệu.
4.4.1 Mô hình
- Căn cứ vào mô hình điều chỉnh đã đƣợc hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá, ta có phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội nhƣ sau:
Y = β0 + β1 * X1 + β2 * X2 + β3 * X3 + β4 * X4+ β5 * X5 + β6 * X6+ β7 * X7 + β8 * X8
Trong đó:
- Y là giá trị động lực làm việc chung
- X1, B1 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần môi trƣờng làm việc - X2, B2 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần tiền lƣơng
- X3, B3 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần phúc lợi
- X4, B4 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần lãnh đạo trực tiếp - X5, B5 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần đặc điểm công việc
- X6, B6 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần chính sách khen thƣởng và công nhận
- X7, B7 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần đào tạo và thăng tiến - X8, B8 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần thƣơng hiệu
4.4.2 Kiểm định mô hình
Tiến hành kiểm tra các giả định sau:
- Phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không đổi : ta sử dụng đồ thị phân tán của phần dƣ đã đƣợc chuẩn hóa và giá trị dự báo đã đƣợc chuẩn hóa.
- Các phần dƣ có phân phối chuẩn: phần dƣ có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do nhƣ sử dụng sai mô hình, phƣơng sai không phải hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân tích (Hoàng Trọng –Mộng Ngọc, 2008).
- Không có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập.
4.4.2.1 Kiểm tra các giả định mô hình hồi quy
Kiểm định giả định phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không đổi
Hình 4.2: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dƣ từ hồi quy
Hình 4.2 cho thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên xung quanh trục O, tức là quanh giá trị trung bình của phần dƣ trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phƣơng sai của phần dƣ không đổi.
Kiểm tra giả định các phần dƣ có phân phối chuẩn
Hình 4.3: Đồ thị P-P Plot của phần dƣ – đã chuẩn hóa
Hình 4.4: Đồ thị Histogram của phần dƣ – đã chuẩn hóa
Kết quả từ đồ thị P – P Plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh đƣợc kỳ vọng. Kết quả đồ thị Histogram của phần dƣ cho thấy phân phối của phần dƣ xấp xỉ chuẩn: trung bình Mean lệch với 0 vì số quan sát khá lớn, Dev = 0.980. Cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm.
Bảng 4.21: Ma trận tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập Correlations DLLV MTLV TL LDTT DDCV DTVTT PL CSKTVCN TH Pearson Correlation DLLV 1.000 .402 .227 .341 .272 .259 .201 .299 .289 MTLV .402 1.000 -.130 .246 .101 -.064 .122 .146 .087 TL .227 -.130 1.000 -.026 -.029 .110 .051 -.207 -.064 LDTT .341 .246 -.026 1.000 .121 -.027 .023 .166 -.018 DDCV .272 .101 -.029 .121 1.000 -.156 -.110 .006 -.087 DTVTT .259 -.064 .110 -.027 -.156 1.000 .056 .070 .065 PL .201 .122 .051 .023 -.110 .056 1.000 .015 .126 CSKTVCN .299 .146 -.207 .166 .006 .070 .015 1.000 .111 TH .289 .087 -.064 -.018 -.087 .065 .126 .111 1.000 Sig. (1-tailed) DLLV . .000 .001 .000 .000 .000 .002 .000 .000 MTLV .000 . .034 .000 .077 .183 .044 .020 .111 TL .001 .034 . .360 .341 .062 .237 .002 .184 LDTT .000 .000 .360 . .044 .350 .374 .010 .402 DDCV .000 .077 .341 .044 . .014 .061 .467 .111 DTVTT .000 .183 .062 .350 .014 . .214 .163 .181 PL .002 .044 .237 .374 .061 .214 . .418 .038 CSKTVCN .000 .020 .002 .010 .467 .163 .418 . .059 TH .000 .111 .184 .402 .111 .181 .038 .059 .
4.4.2.2 Kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính đa biến
Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.22: Thông số mô hình Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R
2
–hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
1 .762a .581 .563 .27250
Biến độc lập: MTLV, TL, PL, LĐTT, DDCV, CSKTVCN, DTVTT, TH Biến phụ thuộc: DLLV
(Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục 3) Bảng 4.22 cho thấy, giá trị hệ số tƣơng quan là 0.762 > 0.5 do vậy, đây là mô hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Ngoài ra, Hệ số R2 (R Square) = 0.581, điều này có nghĩa là 58.1% động lực làm việc của nhân viên tại Công ty cổ phần Tƣ vấn – Thƣơng mại – Dịch vụ Địa ốc Hoàng Quân sẽ đƣợc giải thích bởi các nhân tố là các biến độc lập đã đƣợc chọn đƣa vào mô hình. Phần còn lại là do sai số và các nhân tố khác.
Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính Bảng 4.23: Kiểm định độ phù hợp của mô hình
ANOVAb Model Tổng bình phƣơng Bậc tự do Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 19.567 8 2.446 32.938 .000a Phần dƣ 14.109 190 .074 Tổng 33.675 198 Biến độc lập: MTLV, TL, PL, LĐTT, DDCV, CSKTVCN, DTVTT, TH Biến phụ thuộc: DLLV
Kết quả kiểm định ANOVA với mức ý nghĩa sig. = 0.000 cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và sử dụng đƣợc.
Bảng 4.24: Các thông số thống kê của từng biến trong phƣơng trình
Mô hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa t Sig.
VIF B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
Hằng số -.592 .281 -2.105 .037 MTLV .159 .026 .307 6.156 .000 .889 1.125 TL .163 .025 .311 6.373 .000 .926 1.079 LDTT .141 .033 .207 4.202 .000 .910 1.099 DDCV .216 .035 .300 6.192 .000 .940 1.064 DTVTT .146 .027 .257 5.334 .000 .949 1.053 PL .064 .024 .126 2.627 .009 .953 1.049 CSKTVCN .154 .033 .234 4.752 .000 .907 1.103 TH .139 .026 .253 5.267 .000 .956 1.046
(Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục 3) Dựa vào bảng trên ta thấy:
-Tất cả các biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê. Chỉ tiêu nhân tử phóng đại phƣơng sai (VIF) của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 và hệ số Tolerance đều > 0.5 nên không có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình nghiên cứu.
4.4.3 Đánh giá mức độ quan trọng trong các nhân tố ảnh hƣởng đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn - thƣơng mại - dịch vụ lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn - thƣơng mại - dịch vụ địa ốc Hoàng Quân.
Căn cứ vào bảng 4.23, ta có phƣơng trình hồi quy tuyến tính đa biến của các nhân tố quyết định động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân nhƣ sau:
Y = 0.307*X1 + 0.311*X2 + 0.126*X3 + 0.207*X4 + 0.300*X5 + 0.234*X6 + 0.257*X7 + 0.253*X8
Cụ thể:
Động lực làm việc của nhân viên làm việc tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân = 0.307*MTLV + 0.311*TL + 0.126*PL + 0.207*LDTT + 0.300*DDCV + 0.234*CSKTVCN + 0.257*DTVTT + 0.253*TH.
Trong 8 nhân tố đƣợc đƣa vào mô hình nghiên cứu, nhân tố nào càng cao thì mức độ tác động đến động lực làm việc của nhân viên càng lớn. Theo đó, nhân tố tiền lƣơng và nhân tố môi trƣờng làm việc là hai nhân tố tác động mạnh nhất đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân, tiếp theo là các nhân tố đặc điểm công việc, đào tạo và thăng tiến, thƣơng hiệu, chính sách khen thƣởng và công nhận, lãnh đạo trực tiếp, phúc lợi. Mô hình lý thuyết chính thức nhƣ sau:
H1 H2 H3 H4 H5 H6 H7 H8 Hình 4.5: Mô hình lý thuyết chính thức Môi trƣờng làm việc (0.307) Tiền lƣơng (0.311) Phúc lợi (0.126) Lãnh đạo trực tiếp (0.207)
Đặc điểm công việc (0.300)
Chính sách khen thƣởng và công nhận (0.234) Đào tạo và Thăng tiến (0.257)
Thƣơng hiệu (0.253)
Động lực làm việc của nhân viên tại công ty Cổ phần Tƣ vấn – Thƣơng mại – Dịch vụ Địa ốc
TÓM TẮT CHƢƠNG 4
Chƣơng này trình bày kết quả nghiên cứu thông qua việc kiểm định Cronbach Alpha, phân tích nhân tố EFA và phân tích mô hình hồi quy tuyến tính đa biến. Mặc dù có một số biến quan sát bị loại, nhƣng 8 nhân tố đƣợc đƣa vào mô hình nghiên cứu đều tác động đến động lực làm việc của nhân viên làm việc tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân. Kết quả này phù hợp với giả thuyết đề ra và thực tế hiện nay. Chƣơng 5 sẽ tóm tắt toàn bộ nghiên cứu và đƣa ra các kiến nghị, hạn chế và đề nghị hƣớng nghiên cứu tiếp theo.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
Chƣơng 5 cũng là chƣơng cuối cùng của nghiên cứu, sẽ khái quát toàn bộ nghiên cứu về các nhân tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại công ty cổ phần tƣ vấn – thƣơng mại – dịch vụ địa ốc Hoàng Quân. Chƣơng này bao gồm: (1) tóm tắt các kết quả nghiên cứu chính, (2) đƣa ra các hàm ý để hoàn thiện hơn công tác tạo động lực làm việc cho nhân viên làm việc tại công ty Hoàng Quân, (3)